安徽省財政支農(nóng)支出與農(nóng)民收入關(guān)系研究

章 鵬

(安徽財經(jīng)大學金融學院，安徽蚌埠 233030)

近年來，國內(nèi)外眾多學者對財政支農(nóng)支出對農(nóng)民收入的影響進行了系列研究。如Ahmed(1986)通過建立模型y=c+λx，并運用英國的經(jīng)驗資料研究發(fā)現(xiàn):當λ＞0時，財政支農(nóng)支出和農(nóng)民收入增長之間呈替代關(guān)系;當λ＜0時，財政支農(nóng)支出和農(nóng)民收入增長之間呈互補關(guān)系。［1］劉旦基于VAR模型，采用協(xié)整分析的方法驗證了變量之間的協(xié)整關(guān)系，得出結(jié)論:農(nóng)民收入與財政支農(nóng)支出呈正相關(guān)關(guān)系。［2］王敏、潘勇輝通過對中國1981-2005年財政農(nóng)業(yè)投資與農(nóng)民純收入的關(guān)系進行協(xié)整分析，得出兩者之間存在長期協(xié)整關(guān)系和短期修正關(guān)系。［3］康書生、尹成遠、劉振威從1980-2001年的經(jīng)濟數(shù)據(jù)出發(fā)，得出財政支農(nóng)每增加1%，農(nóng)民人均純收入將增長0．11%的結(jié)論。［4］劉振彪通過實證研究發(fā)現(xiàn)，財政支農(nóng)支出對農(nóng)民收入增長具有顯著影響，并提出通過加大財政支農(nóng)力度、優(yōu)化財政農(nóng)業(yè)支出結(jié)構(gòu)等方式來促進農(nóng)民收入增長。［5］吳振鵬、胡艷通過對1991-2010年間我國財政支農(nóng)支出和農(nóng)民收入數(shù)據(jù)的分析研究，認為財政支農(nóng)資金除對農(nóng)民工資性收入影響較小外，對其他類型的收入均有顯著的正向促進作用。［6］

從現(xiàn)有的研究成果來看，大多數(shù)學者基于國家宏觀層面和個別省份的數(shù)據(jù)就財政支農(nóng)支出與農(nóng)民收入間的關(guān)系進行實證研究。而安徽省歷來都是個農(nóng)業(yè)大省，政府財政支農(nóng)支出不僅承擔著促進農(nóng)業(yè)發(fā)展的責任，還承擔著提高農(nóng)民收入的責任。鑒于此，本文以1988-2012年安徽省財政支農(nóng)資金與農(nóng)民收入的數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，對兩者間的關(guān)系進行了計量經(jīng)濟分析，并根據(jù)實證分析的結(jié)果提出針對性的政策建議。

一、實證分析

安徽省農(nóng)民收入增長中究竟有多少歸因于政府財政支農(nóng)支出，政府支農(nóng)支出是否達到了預(yù)期的促進農(nóng)民增收的效果，二者之間的相關(guān)系數(shù)是多少，接下來對此進行實證分析。

(一)變量的選取和數(shù)據(jù)處理

1．變量選擇

本文將財政支農(nóng)支出定義為FEA，作為解釋變量;以農(nóng)民人均純收入表示當年農(nóng)民收入水平并代入分析，將農(nóng)民人均純收入定義為FAI，作為被解釋變量，初步建立計量模型:Ln-FAI=β0+ β1LnFEA+ut，進而分析財政支農(nóng)支出與農(nóng)民收入間是否存在短期或長期的相關(guān)關(guān)系。其中，財政支農(nóng)資金是指財政支出中直接用于支援農(nóng)業(yè)生產(chǎn)或與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)聯(lián)系較為密切的資金。從統(tǒng)計口徑上其可以分為三類:一是大口徑，二是中口徑，三是小口徑。［7］考慮到數(shù)據(jù)的可獲得性，本文以小口徑的財政支農(nóng)資金為研究對象，小口徑的財政支農(nóng)支出包括支援農(nóng)村生產(chǎn)支出、農(nóng)業(yè)綜合開發(fā)支出、農(nóng)林水利氣象等部門事業(yè)費支出三項。2007年《安徽統(tǒng)計年鑒》的統(tǒng)計口徑發(fā)生了變化，2007年及之后年份財政支農(nóng)支出歸總為農(nóng)林水事務(wù)支出一項，通過對統(tǒng)計口徑調(diào)整前后的比較發(fā)現(xiàn)，基本上代表了財政支農(nóng)的含義。

2．數(shù)據(jù)處理

本文選取了安徽省1988-2012年的上述各變量的年度數(shù)據(jù)進行實證分析。為了剔除物價因素，財政支農(nóng)支出和農(nóng)村居民人均純收入分別用商品零售價格指數(shù)(以1988年基期)、農(nóng)村居民消費價格指數(shù)(以1988年基期)予以修正。為了克服時間序列中存在的異方差性，得到更好的檢驗效果，對財政支農(nóng)支出和農(nóng)村居民人均純收入均進行對數(shù)化處理，分別記為LnFEA和LnFAI。所有數(shù)據(jù)來源于《安徽統(tǒng)計年鑒》(1989-2013)。本文以下實證分析部分數(shù)據(jù)分析處理軟件為Eviews6．0。

(二)平穩(wěn)性檢驗

如果時間序列數(shù)據(jù)是非平穩(wěn)的，對其回歸就會產(chǎn)生偽回歸問題，且變量為同階平穩(wěn)變量更是驗證變量間是否存在協(xié)整關(guān)系的前提條件。為防止分析中出現(xiàn)偽回歸現(xiàn)象，本文運用ADF(Augmented Dickey-Full)單位根檢驗方法確定各變量的平穩(wěn)性。［8］(P143-155)其中，各變量滯后期的確定均采用AIC原則，ADF檢驗結(jié)果如表1所示。

表1 ADF檢驗結(jié)果

由表1可知，財政支農(nóng)資金(LnFEA)、農(nóng)民人均純收入(LnFAI)的ADF值均大于各自的臨界值，所以接受原假設(shè)，說明這兩個時間序列是非平穩(wěn)的。但是，它們各自的一階差分序列的ADF值均小于對應(yīng)的臨界值水平，所以拒絕原假設(shè)，說明經(jīng)過一階差分處理后的序列都是平穩(wěn)的。

(三)協(xié)整檢驗

協(xié)整的經(jīng)濟意義在于可以說明變量之間存在長期穩(wěn)定均衡的關(guān)系。由于LnFEA和Ln-FAI都是一階單整序列，可采用E-G兩步法來分析財政支農(nóng)資金和農(nóng)民人均純收入之間是否存在協(xié)整關(guān)系。首先以LnFAI為因變量，Ln-FEA為自變量進行回歸，然后通過檢驗殘差的平穩(wěn)性來判斷變量間是否存在協(xié)整關(guān)系。利用OLS法估計回歸模型，結(jié)果如下:

LnFAIt=1．859274+0．404935LnFEAt+ut(1)

t=(6．451064)(16．82339)

R2=0．924843 DW=0．765957

查德賓-沃森d檢驗表可知dl=1．29，du=1．45，而DW＜dl說明模型存在明顯的正自相關(guān)現(xiàn)象。為了弄清模型具體存在幾階自相關(guān)，筆者采用偏自相關(guān)系數(shù)檢驗回歸方程的自相關(guān)性，檢驗結(jié)果見圖1。

圖1 偏自相關(guān)性檢驗

由圖1可以看出，模型(1)存在一階序列相關(guān)，為了消除自相關(guān)性，本文采用廣義差分法消除自相關(guān)現(xiàn)象。由回歸方程(1)可得到殘差序列ut，并建立該殘差的一階自回歸方程，回歸結(jié)果如下:

ut=0．615733ut-1+et(2)

由回歸方程(2)可得ρ=0．615733，對原模型進行廣義差分，得到廣義差分方程:

LnFAIt-ρLnFAIt-1=β0(1-0．615733)+β1(LnFEAt-ρLnFEAt-1)+ut-ρut-1

運用Eviews6．0對廣義差分方程(3)進行回歸，并令，LnFAI*=LnFAIt-ρLnFAIt-1LnFEAt*=LnFEAt- ρLnFEAt-1，et=ut- ρut-1

可得以下回歸方程:

LnFAI*t=0．881668+0．369081LnFEA*t+et(4)

t=(4．212097)(8．328086)

R2=0．759187DW=1．830008

至此，自相關(guān)消除。從以上各項統(tǒng)計指標看，擬合優(yōu)度R2為0．759187，說明模型對樣本數(shù)據(jù)的擬合程度較好，解釋變量系數(shù)的t統(tǒng)計值都是顯著的，回歸結(jié)果令人滿意。由差分方程(3)可得:，由

此我們得到最終的回歸方程為:

LnFAI*t=2．294415+0．369081LnFEA*t+et(5)

最后運用ADF檢驗法對模型(5)的殘差序列et進行平穩(wěn)性檢驗，由AIC準則確定滯后階數(shù)，殘差序列的ADF檢驗結(jié)果顯示，ADF值小于在各顯著性水平下對應(yīng)的臨界值，所以拒絕原假設(shè)，表明殘差序列不存在單位根，是平穩(wěn)序列，即et～I(0)。進而說明1988-2012年安徽省農(nóng)民人均純收入與財政支農(nóng)資金間存在協(xié)整關(guān)系，即財政支農(nóng)支出每提高1個百分點，農(nóng)民人均純收入將會增加0．369081個百分點。

(四)誤差修正模型

模型(5)只描繪了序列LnFAI和序列Ln-FEA間長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。為了進一步研究財政支農(nóng)資金與農(nóng)民純收入之間的短期動態(tài)關(guān)系，需要借助誤差修正模型來完成。利用模型(5)中穩(wěn)定的殘差序列et作為誤差修正項ecm，建立如下回歸模型:

△LnFAIt=0．056672△LnFEAt+0．674741

△LnFAIt-1-0．536797ecmt-1(6)

模型(6)表明，農(nóng)民純收入的短期波動△LnFAIt，即受財政支農(nóng)資金短期波動△Ln-FEAt的影響，又受上期非均衡誤差ecmt-1的影響。誤差修正項ecm的系數(shù)，又稱短期調(diào)整系數(shù)，反映了變量在短期波動中偏離它的長期穩(wěn)定均衡關(guān)系的程度和短期調(diào)整方向。模型(6)中誤差修正項ecm的系數(shù)估計值為負，說明其調(diào)整方向符合誤差修正機制，表明安徽省農(nóng)民人均純收入的短期波動偏離長期均衡時，將會以53．6797%的修正力度將狀態(tài)由非均衡調(diào)拉到均衡。

二、結(jié)論與政策建議

(一)結(jié)論

1．安徽省財政支農(nóng)支出和農(nóng)民人均純收入之間存在長期協(xié)整關(guān)系，說明安徽省財政支農(nóng)支出和農(nóng)民人均純收入間存在著長期均衡關(guān)系。安徽省財政支農(nóng)支出的彈性系數(shù)為0．369081，即安徽省財政支農(nóng)支出水平每提高1個百分點，農(nóng)民人均純收入將會增加0．369081個百分點。

2．誤差修正模型說明安徽省農(nóng)民人均純收入的實際水平與長期均衡值偏差中的53．6797%將會被正向修正，即安徽省農(nóng)民人均純收入的短期波動偏離長期均衡時，以53．6797%的修正力度由非均衡調(diào)拉到均衡。

3．從模型分析可以看出，農(nóng)民純收入存在一定的累積效應(yīng)，也就是說農(nóng)民人均純收入的增加不僅受到財政支農(nóng)資金的影響，也受到上一期收入的影響，在安徽省尤為顯著。農(nóng)民上一期人均純收入每變動1%，本期人均純收入將會同向變動0．674741%。但農(nóng)民收入本期的增加和上一期的增加在很大程度上還是歸結(jié)于財政支農(nóng)支出的增加，所以不能忽視財政支農(nóng)支出對農(nóng)民人均純收入增加的促進作用。

(二)政策建議

為進一步增加安徽省農(nóng)民收入，改善農(nóng)民的生活水平，提出以下幾點建議:

1．積極發(fā)展農(nóng)村金融市場，放寬對農(nóng)民貸款的限制條件，以提高農(nóng)村金融對農(nóng)民增收的貢獻。短期來看，農(nóng)民人均純收入關(guān)于財政支農(nóng)支出的長期彈性只有0．056672，即財政支農(nóng)資金每提高1%，農(nóng)民人均純收入只會增加0．056672%，所以農(nóng)民增收決不能僅僅依靠政府財政支農(nóng)的扶持，在很大程度上還得依靠農(nóng)民自身。農(nóng)民收入的主要來源是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性收入以及外出打工自主創(chuàng)業(yè)收入，但在農(nóng)村，農(nóng)民想要獲得貸款資金的支持很難。因此，必須積極發(fā)展農(nóng)村金融市場，促進農(nóng)村金融體系的適應(yīng)性改革，使銀行等金融機構(gòu)在以政府為導(dǎo)向和國家宏觀經(jīng)濟政策的指揮下，放寬對農(nóng)民貸款的限制，適度增加對農(nóng)民農(nóng)業(yè)貸款的規(guī)模對于那些有條件的農(nóng)民，也要相應(yīng)的增加用于自主創(chuàng)業(yè)的小額貸款的規(guī)模。

2．加大財政支農(nóng)支出力度，完善財政支農(nóng)資金的穩(wěn)定增長機制。從長期看，農(nóng)民人均純收入對財政支農(nóng)支出的長期彈性達到0．369081，兩者間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，所以加大財政支農(nóng)力度有利于增加農(nóng)民收入。因此，安徽省應(yīng)進一步加大對財政支農(nóng)支出的力度，堅定政府在財政支農(nóng)支出上的決心。同時要建立并完善財政支農(nóng)穩(wěn)定增長機制，使財政支農(nóng)支出對農(nóng)民人均純收入的增加效應(yīng)具有長效性、穩(wěn)定性，以充分發(fā)揮財政支農(nóng)資金對增加農(nóng)民收入的推動作用。［8］(P143-155)

3．調(diào)整和優(yōu)化財政支農(nóng)支出結(jié)構(gòu)，提高資金的使用效率。政府財政支農(nóng)資金可以通過多種支出項目直接或間接地產(chǎn)生農(nóng)民收入的增加效應(yīng)，但不同支農(nóng)支出項目所產(chǎn)生的效應(yīng)卻有高低之分。［9］因此，要積極調(diào)整和優(yōu)化財政支農(nóng)支出結(jié)構(gòu)，加大對農(nóng)民增收效應(yīng)明顯的項目的支出，從而優(yōu)化資金配置，提高資金的使用效率，如支援農(nóng)村生產(chǎn)支出、對農(nóng)民的直接補貼等農(nóng)民直接受益的項目。［10］

4．加強對財政支農(nóng)資金使用的監(jiān)督和管理。對于財政支農(nóng)資金要建立專項財政賬戶，由財政部門統(tǒng)一管理，統(tǒng)一撥付。各級財政部門要依據(jù)財政預(yù)算和申報的項目合理編排項目支出規(guī)劃，按規(guī)劃來安排使用資金，防止出現(xiàn)重復(fù)支出項目。各級財政部門要遵循“事前預(yù)算、事中控制、事后審計”的原則，定期向上級主管部門匯報或者通過其他途徑向社會公眾發(fā)布公告，保證財政支農(nóng)資金真正做到在“陽光”下使用，切實發(fā)揮財政支農(nóng)資金促進農(nóng)民人均收入增加的積極作用。

［1］Shaghil Ahmed．Temporary and permanent government spending in an open economy［J］．Journal of Monetary Economics，1986，(17)．

［2］劉旦．財政支農(nóng)結(jié)構(gòu)與農(nóng)民收入增長的關(guān)系［J］．北方經(jīng)濟，2006，(3)．

［3］王敏，潘勇輝．財政農(nóng)業(yè)投入與農(nóng)民純收入關(guān)系研究［J］．農(nóng)業(yè)經(jīng)濟問題，2007，(5)．

［4］康書生，等．財政金融政策對農(nóng)民收入績效的實證研究［J］．中央財經(jīng)大學學報，2010，(6)．

［5］劉振彪．我國財政支農(nóng)支出促進農(nóng)民收入增長的實證分析［J］．財經(jīng)理論與實踐，2011，(3)．

［6］吳振鵬．財政支農(nóng)支出與農(nóng)民收入關(guān)系的實證研究［J］．江漢論壇，2013，(1)．

［7］李方，朱靖娟．試論我國財政支農(nóng)支出口徑的調(diào)整［J］．南京農(nóng)業(yè)大學學報，2007，(3)．

［8］易丹輝．數(shù)據(jù)分析與 EVIEWS應(yīng)用［M］．北京:中國統(tǒng)計出版社，2008．

［9］費威．我國農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量安全與流通——基于國內(nèi)研究的評述［J］．大連大學學報，2014，(2)．

［10］劉玉川．財政支農(nóng)與我國農(nóng)民收入關(guān)系實證研究［J］．財會研究，2010，(22)．